農業可持續發展政策的碳減排效力研究

張燕華 李艷平

[摘要]雖然工業能源耗費是中國碳排放的主要來源，但隨著農業現代化發展，農業生產引起碳排放也不容忽視，可持續發展作為一次對農業生產方式等的系統性變革，給中國農業發展帶來新機遇的同時是否具有環境正效應？研究農業可持續發展碳減排效力對國家實現“雙碳”目標具有重要意義。本文以國家農業可持續發展實驗示范區政策為準自然實驗，構建了研究農業可持續發展碳減排效力的雙重差分模型，利用180個地級市2011—2020年農村碳源相關數據測算了地級市層面農業碳排放量，并從理論和實證兩方面對示范區政策是否存在碳減排效力進行了驗證。研究表明：第一，示范區政策存在降低農業碳排放的效力，是引起2017年中國農業碳排放大幅下降的原因之一；第二，示范區政策通過減少農業生產物資投入和提高農業勞動生產率兩個機制實現碳減排；第三，示范區政策的碳減排效力存在基礎設施水平異質性、區域異質性、農業現代化發展水平異質性。

[關鍵詞] 農業碳排放；雙重差分模型；農業可持續發展政策

[中圖分類號] F327? ［文獻標識碼］A? ?［文章編號］1000-4211（2023）04-0037-19

[收稿日期] 2023-03-13

[基金項目]湖北省高等學校哲學社會科學研究重大項目，碳達峰、碳中和背景下的湖北省產業轉型升級（21ZD059）；江漢大學武漢研究院開放性課題，碳達峰、碳中和對武漢未來產業發展影響研究（IWHS20211010）。

[作者簡介]張燕華，博士，副教授，碩士生導師，研究方向：產業轉型；李艷平，碩士研究生在讀，研究方向：產業轉型。李艷平為通訊作者。

一、引言與文獻綜述

中國既是農業大國又是農業古國。早在春秋時期，就有管仲“買鹿制楚”、“買狐降代”的故事，可見農業的繁榮發展是國家安定的基礎。黨的二十大報告中強調要加快建設農業強國。隨著時代的變遷，農業生產也逐漸走向現代化，機械運作逐漸代替原始的農耕，特制的復合肥料逐漸取代了原始的農家肥，為了防止病蟲害影響農業產出，各種殺蟲殺菌農藥相繼問世?？萍嫉倪M步激發了農業生產的潛能，帶領中國農村從過去的饑寒交迫逐漸飛躍至小康生活。然而，科技進步助力提升農業產出的同時，也帶來了諸如極端天氣多發、海平面上升、冰川消融等一系列環境問題，雖然溫室氣體在早期研究中并未被看作全球變暖的原因（衣育紅和王紹武，1992），但是，隨著時代的發展、研究的進步，很多學者都認識到以二氧化碳為代表的溫室氣體超標排放是導致氣候變暖的重要原因（林伯強和蔣竺均，2009；劉偉和李虹，2014）。自國家提出“3060碳達峰碳中和”目標后，碳減排相關政策頻出不窮，但多集中于城市碳減排和工業碳減排，專門針對農業碳減排的政策較少。而農業碳排放量雖然沒有工業那么引人注目，但也是不可忽視的。本文根據田云和尹忞昊（2022）的測度數據形成了圖1。

從圖1可以看出，農業碳排放在2008—2015年間呈上升趨勢，從2016年開始緩慢回落， 2017年開始明顯減少。在農業的興旺發展階段，碳排放大幅下降絕非偶然，必定存在外生力量的干預。面對這一突變現象，國家政策約束是比較合理的解釋。然而，通過對國家的碳減排相關政策梳理之后，發現2017年并未出臺專門解決農業碳排放的相關政策。那么是什么政策加劇了2017年中國農業碳排放量的下降？對該問題的探索有助于中國實現低成本解決農業碳排放超標問題，助力實現“雙碳”目標。

除了專業針對農業碳減排的相關政策外，農業碳排放的下降也可能是其他面向農村政策的溢出效應。通過對農業農村部2017年面向農村的相關政策進行梳理之后發現，2017年面向農村的政策主要有三個：第一，2017年1月的數字農業試點建設，但該政策引起農業碳排放斷崖式下降的可能基本可以排除，因為并未在2017年實施數字農業試點建設，2017年1月只是通知各單位申請試點建設并做好前期工作。第二，農業機械購買補貼政策，機械的普及最直接的結果就是勞動生產率的提高。而通過回歸分析，發現農業機械使用程度與農業碳排放之間的關系為完全正相關關系，因此，該政策也不可能是刺激2017年農業碳排放量加速下降的外生力量。第三，國家農業可持續發展試驗示范區建設政策（以下簡稱“示范區政策”），該政策的目標為通過3年左右時間，使農業綠色發展的理念深入人心，總結出一批可廣泛推廣的經驗。碳排放量減少可歸結為綠色發展的一部分，故而可推斷示范區政策有可能是刺激農業碳排放量2017年大幅下降的外生力量之一，但事實是否與本文通過政策梳理得出的結果一致，還需進一步檢驗。

自中國提出“雙碳”目標以來，與“雙碳”相關的學術研究如火如荼，農業碳減排相關的研究也較為豐碩，但研究層面卻多局限于省級層面。中國農業經濟發展一直以高排放為代價，1997～2016年，中國農業碳排放總量增加，但強度下降（Huang et al.，2019;Yang et al.，2022），2016年中國碳排放比2000年增加26.67%，年均增長1.67%（Wang et al.，2020），但總體增長率呈逐步下降趨勢（Liu et al.，2021）。根據以往研究，數字普惠金融（程秋旺等，2022）、農業保險（馬九杰等，2021）、農業貿易（潘安，2017）、農業增值（Wang et al，2020）、農業發展規模（Han et al.，2018）、“無廢城市”建設（姜玲玲等，2022）、環境公平感知（趙連杰，2018）、市場激勵（師帥等，2021）、技術進步（田云等，2021;何艷秋，2021; Han et al.，2018）、農業綜合性開發投資（陳宇斌，2022）、農戶用沼氣項目（徐婉瑩，2013）等均具有一定的碳減排效力。然而，同樣也存在部分研究認為農業碳排放會因經濟增長而增加，例如Xiong et al.（2016）關于新疆農業碳排放量的研究發現促進農業碳排放的關鍵因素是經濟增長；經濟增長（Long & Tang，2021; Ali et al，2022）、經濟全球化、金融發展和自然資源（Wang et al.，2020）、區域經濟發展水平和城市化（Koondhar et al.，2021）、農業專業化（Wang et al.，2022）、農藥使用量（Ali et al.，2022）均促進農業二氧化碳的排放。部分學者還發現了農村能源扶貧（Li et al.，2023 ）與碳排放之間呈現倒U型關系，以及實際收入與碳排放之間存在雙向因果關系（Ismael et al.，2018）。

美國經濟學家戴爾1968年首先提出了“排放權交易”的概念。中國為實現“雙碳”目標，2011年實施了“碳排放權交易試點”政策，一套可在全國范圍內推廣的碳排放權交易市場基本框架，試圖通過先行探索的方式摸索出來。探索發現碳排放權分配存在兩極分化的現象（田云和陳池波，2020）。各地區農業碳排放本身存在明顯的差異（Yun et al.，2014），碳排放權交易市場下，中國各地區農業碳減排潛力也存在明顯差異（田云和林子娟，2021）；決策者對效率原則和公平原則的不同偏好會引起地區減排責任的分攤機制各不相同（吳賢榮等，2015），在中國不同地區存在全面的減排互動，發展水平越相近的地區越容易產生直接互動，同時經濟合作促進的減排成果可能被區域間的惡性經濟競爭所抵消（He et al.，2022）。

可持續農業的最初含義是在不損害后代人滿足其需求的情況下，滿足當代人的需求。良性循環的農業體系和可持續的生產力是其本質（白蘊芳和陳安存，2010）。胡鈺和王莉（2020）將中國農業可持續發展分為秸稈綜合利用模式、稻田綜合種養模式等多種典型模式，從生態高效等四個方向為中國農業發展提供了發展模式選擇建議。根據以往研究，農業制度、農業資源、農業科技（周蘇婭，2015）、氣候變化（王向輝和雷玲，2011）、農地扭轉制度（胡亦琴，2011）、農村經濟合作組織（李永東，2013）等均對中國農業可持續發展存在影響。

通過上述文獻可知，目前農業碳減排相關研究雖然已經相當豐富了，但仍然存在許多不足之處，例如：以往文獻對農業碳排放的測度局限于省級和國家級，不夠細致；尚未有文獻關注到非專業針對農業碳排放的國家政策的碳減排效力。本文根據以往文獻的不足進行了如下研究：①將碳減排的研究層級細化到地級市層面，并測算了其農業碳排放量，相比以往國家級和省級層面的研究更精準。②利用示范區這個非專業針對農業碳減排的國家政策構建準自然實驗，研究了示范區政策對農業碳排放量的影響和機制。③進一步分析了農村基礎設施、地域異質性以及農業現代化對示范區政策碳減排效力的影響。

二、理論分析

（一）農業可持續發展通過減少農業生產物資投入實現碳減排的機理

根據李波等（2011）關于農業碳減排的研究，農業碳源主要包括：農藥使用量、農業翻耕、農業灌溉等農業能源和農用物資。示范區政策要求示范區建設地區轉變發展方式，促進產業融合發展。減少化肥農藥的使用量，推廣新肥料，推行測土配方施肥，高效利用農業物資。實施農企合作，示范帶動化肥農藥減量增效，發揮新型經營主體作用。大力推廣高效節藥植保機械和高效低風險農藥，規?；七M專業化統防統治和綠色防控。發展清潔生產，推廣農膜、農藥包裝物回收利用，推進農作物秸稈綜合利用試點示范建設。一方面，農用薄膜、化肥等農用物資均為農業碳源，農用物資循環高效利用可通過減少農用物資和農用能源的投入進而減少碳排放量。另一方面，示范區建設要求因地制宜選擇發展模式，要求西部農牧交錯區，重點實施西部生態屏障工程，加大退牧還草、退耕還濕、退耕還林。退耕還林減少耕地面積，耕地面積的減少可從兩方面實現農業碳減排：第一，農業翻耕本身是碳源，耕地的面積減少會減少農業翻耕，進而直接減少碳排放；第二，退耕還林減少農業種植面積，從而減少農用物資和農業能源的投入，進而減少碳排放。因此，本文提出假設1。

假設1：農業可持續發展實驗示范區政策通過減少農業能源、農用物資和減少耕地面積三個方面減少碳排放。

（二）農業可持續發展通過提高勞動生產率實現碳減排的機理

國家農業可持續發展實驗示范區要求各地區因地制宜，突出發展重點，推進產業轉型升級，促進農村一二三產業融合發展，推進種植結構調整，優化品種結構和區域布局，促進規?；?、機械化發展，使農業可持續發展與農業現代化發展形成功能互補、良性互動。對農村發展而言，無論是產業轉型升級、產業融合還是農業現代化發展，最終的目標都是提高勞動生產率，促進農民增收、產業增效和環境質量提升。而且根據供給需求理論，在其他條件不變的情況下，農產品的供給與需求共同決定了產品價格，當農產品的供給達到市場需求之后，再進一步加大生產必定導致農產品價格下降，不一定導致個體的收入增加。因此，在面臨此類情況的時候，只能選擇生產同樣產量產品的同時降低成本以增加收入，而降低成本的最直接辦法就是提高勞動生產率。在國家農業可持續發展實驗示范區要求退耕還林，減少耕地面積，減少農業化肥等農業物資使用的時候，農業生產必定會選擇提高勞動生產率來增加收入。周曙東等（2004）認為農業可持續發展需要改變增長方式，提高土地生產率和勞動生產率以減少農業投入物帶來的環境污染；同時，劉啟仁與陳恬（2020）也認為生產效率低會導致更高的碳排放。因此，本文認為農業可持續發展可通過提高勞動生產率進而減少碳排放。

農業勞動生產率的提高會從以下兩個方面來減少農業碳排放：第一，最直接提高勞動生產率的方式就是技術進步，就農業而言，就是農業種植技術的提升。農業種植技術的提升可以以更少的農業投入獲得同樣產量的農產品，提升了農業物資的利用效率，而農用物資是農業碳排放的主要來源，因此，農業勞動生產率的提升會通過提高農業物資的利用效率減少碳排放。第二，成熟期較短的農產品，一般一年可以重復種植兩到三次，當農業耕地面積在一定的情況下，農業勞動生產率的提高必定會增加一次種植的產量，而市場對農產品的需求一般較為穩定，因此，為了實現個體種植的利益最大化，個體種植農戶會選擇減少重復種植的次數，而農產品每次種植都會存在相應的農業生產資料的投入，減少種植次數，就會減少投入，進而減少碳排放。

假設2：農業可持續發展實驗示范區政策通過提高勞動生產率實現碳減排。

三、模型構建與數據說明

（一）研究設計及模型構建

2016年8月，農業農村部等八部門為落實國家關于建設示范區的要求，促進農業可持續發展，著手建設示范區先行先探。示范區建設城市由地區整理材料申請，八部門根據示范區建設要求共同遴選，最終產生了第一批示范區，并于2017年底確定了40個示范區的名單。示范區的產生是按照嚴格的規定，由農業農村部等八部門根據地區共同決定，示范區建設城市自身不能決定其能否進入示范區建設名單且示范區的建設并不是針對農業碳減排實施的政策。因此，可以利用示范區的設立來構建研究農業可持續發展碳減排效力的準自然實驗。

本文從地級市層面檢驗農業可持續發展的碳減排效力，模型設定為：

式中代表地級市的農村年二氧化碳排放量，表示截距項，表示地級市年是否為示范區建設地區。表示地級市固定效應，表示年份固定效應，表示擾動項。代表影響農業碳排放量的系列控制變量，本文參考已有的考察碳減排影響因素的研究，選擇地級市城鎮化水平（劉婕等，2014）、農業人力資本水平（赫永達等，2022；龐麗，2014）、財政收入（林春等，2023）、財政支出（趙哲等，2022）、城鄉居民存款（李娜娜等，2022）作為控制變量，鑒于示范區建設目標是轉變農村地區生產生活方式，改善農村環境，使鄉村更加美麗宜居，因此，農業可持續發展本身對農村經濟發展水平和農業發展水平都會產生影響；而趙丹丹等（2018）在評價農業可持續發展水平時，認為農村居民恩格爾系數對農業可持續發展具有逆向效應，人均農業生產總值對農業可持續發展具有正向促進作用，農村居民恩格爾系數和人均農業生產總值又是農村生活水平和農業發展水平的體現，吳賢榮等（2015）研究發現，地區經濟水平、農業發展水平均具有碳減排效力，因而農業可持續發展與農村經濟發展水平、農業發展水平之間可能存在相互作用，并進一步影響農業碳排放。因此，本文加入農業可持續發展與農村經濟水平的交互項、農業可持續發展與農業發展水平的交互項兩個控制變量。

（二）變量說明

年度農業碳排放量為被解釋變量，本文借鑒李波等（2011）關于農業碳排放的研究，依據式（2）測度地級市年度農業碳排放量：

代表包括農村用電量、化肥施用量、塑料薄膜使用量、柴油使用量、農藥使用量、農業翻耕面積（以農作物播種面積測度）在內的碳源，代表相應碳源的碳排放系數。由于中國發電方式包括火力、水力、核電等，其中只有火力發電存在碳排放，因此，為確保對二氧化碳排放量測算的準確度，通過《中國統計年鑒》獲得各種發電方式以及電力進出口數據，計算出2011—2020年火力發電量占比，以當年農村用電量乘以火力發電占比之后測算農村用電引起的碳排放。表1所示為其他變量的度量方式。

（三）數據來源及數據處理

本文根據李波等（2011）關于農業碳排放的研究，以農業六大碳源為基礎測算地級市農業年度碳排放量。因此，根據核心被解釋變量測算所需指標從各地級市統計年鑒中整理出了180個地級市2011—2020年含少量缺失值的農村用電量等六大指標的數據，并利用統計公報對部分缺失值進行填補，最終情況如表2所示。

其他控制變量數據均來自地級市統計年鑒及統計公報，鑒于核心被解釋變量的測算如果存在缺失值，將會引起測算數據的較大偏誤，因此，對2011—2020年間缺失的數據采用同一地區前后兩年數據的均值進行填補，首尾年份存在缺失值的通過增長率填補，其他控制變量的缺失值未做缺失值補齊處理。通過對整理得到的180個地級市數據的觀察，發現了部分異常數據，包括遠大于該地區之前年份和之后年份的指標、沒準確披露數據單位的指標，并對統計單位與往年不同的指標進行單位換算，具體如下：

四、實證分析

（一）基準回歸

如表4所示第（1）列為基準回歸結果，回歸系數為-0.2916，顯著水平為5%，說明2011—2020年期間，示范區政策對農業碳排放的作用顯著為負，即農業可持續發展具有碳減排效力，示范區政策在促進農業發展的同時具有一定環境正效應，有助于農村、農業碳減排，結果顯示示范區政策可能是導致2017年中國農業碳排放量斷崖式下降的因素之一，但仍需進一步檢驗。

（二）平行趨勢檢驗

在使用雙差分法進行實證研究時，必須保證實施政策之前，實驗組和對照組保持平行趨勢。本文使用式（3）檢驗平行趨勢。

其中為虛擬變量，如果地級市 入選“示范區”則取值為1，否則取值為0， 為虛擬變量，如果年份與入選“示范區”年份（2017）相差為，則值為1，否則值為0。本文將 的取值范圍局限在（-6，3）之間，將的樣本全部歸于 ，將 的樣本全部歸于，為避免共線性問題，刪除。 與模型（1）中一樣表示系列控制變量。

從圖1和表3第（2）列可以看出，政策實施前，回歸系數均不顯著，從政策實施當年（2017年）開始，回歸系數均非常顯著，證明本文中的雙重差分分析滿足平行趨勢假設。

（三）穩健性檢驗

（1）增加控制變量。雖然在基準回歸中，已經通過閱讀以往文獻，控制了農業碳排放的一些可識別影響因素，但是，終究不能將所有的影響碳排放的相關因素以控制變量的形式納入回歸中，因此，不能確定回歸中是否存在因遺漏變量導致的偏誤。為此，本文根據Bellows和Miguel（2009）及Altonji等（2005）的做法，通過加入更多可觀測的影響因素來預測不可觀測因素帶來偏誤的可能性，并通過加入有限控制集時回歸結果（）和加入所有可能控制集時回歸結果（ ）計算比率來確定，即計算：

R值越大，說明越不容易出現因為遺漏變量而造成的回歸結果偏差。一般只要數值大于1，就認為遺漏變量不會引起回歸結果嚴重偏誤。本文根據劉志華等（2022）的研究結論，產業結構與碳排放率相互間能夠產生正向促進作用，因此，本文為進一步控制影響農業碳減排的相關因素，使回歸結果更加穩健，構建了產業結構和產業結構高級化兩個變量，根據譚詞等（2022）以第一產業產值與地級市GDP的比值測度產業結構，以第三產業與第二產業的比值測度產業結構高級化，進一步加入產業結構相關變量進行檢驗。如表5第（1）列所示，為進一步加入控制變量之后的實證結果。利用基準回歸系數和進一步加入控制變量之后的回歸系數，計算出R=29.87，R遠大于1，因此，遺漏變量不會引起回歸結果嚴重偏誤。

（2）改變聚類方式。農業發展與地區氣候的變化存在密切的聯系，一般氣候條件、地理條件大致相同的地區種植農作物品種基本一致，種植同類產品的地區之間必定存在學習效應，因此，同省各地級市之間相互學習不可避免，為避免各地級市之間的學習效應對回歸結果產生偏誤，本文將聚類層級更換為省級聚類，如表5第（2）列即為更換聚類之后的回歸系數，與基準結果一致。

（3）進一步篩選樣本。鑒于原樣本中包含部分省會城市和直轄市，省會城市及直轄市的發展水平遠高于一般地級市的發展且會享有更多便利性的基礎設施和偏向性國家政策，農村所在地級市城市的繁榮發展也會通過對農產品需求的增加和提供更多的就業崗位等多方面對農村的發展起到帶動作用，而且由于本身發展較好的地區對高層次人才具有更強的吸引力，一般地級市的發展和直轄市以及省會城市存在差距，若納入省會城市和直轄市到實驗中，由于發展水平和資源稟賦的不同，將會導致本研究得出偏誤結果，因此，本文對直轄市部分樣本和省會城市部分樣本進行剔除處理后進一步回歸分析，如表6第（1）列即為剔除省會城市和直轄市之后的回歸結果，雖然不顯著，但是回歸系數依然為負。然而，也存在這樣一種情況，雖然同處一個層級，但地級市和地級市在經濟發展層面上也有差別。為了排除個別經濟發展水平極好的地區對本實驗的結果造成干擾，根據地級市農村經濟發展水平指標，進行首尾5%的樣本剔除處理，如表6第（2）列為進行農村經濟發展水平首尾5%的樣本剔除之后的回歸系數，與基準回歸一致。

（4）安慰劑檢驗

①虛構實驗組。本文在基準回歸中根據以往學者的研究加入了控制變量并同時控制年份固定效應、個體固定效應，且在二次加入控制變量之后仍然顯著。通過對研究期間內國家為實現碳減排對農村頒布的政策進行梳理后并未發現相似的政策，僅有與“示范區”同時的“產業轉型升級示范區”政策，發生時間也為2017年，雖然作用層面為城市，卻也不能證明“產業轉型升級示范區”政策對農村的經濟發展一定沒有影響，若存在影響，系數的估計結果為：

上述式子中，為不可觀測因素對因變量的影響，當且僅當=0的時候，才能得出無偏的回歸系數。不能直接被估計，因此，只能通過證明=0的時候=0來間接證明=0，本文從180個地級市中隨機抽取20個樣本地級市作為“偽實驗組”，剩下的160個地級市作為虛構的對照組，進行雙重差分分析，并重復上述過程500次。根據圖2中左邊圖形，即為回歸系數的核密度圖，可以看出“偽回歸”的估計系數集中在零附近，分布圖基本接近正態分布，均值基本接近于0，基準回歸中系數估計值-0.2916未曾出現在偽回歸的結果中，屬于不可能事件。且圖2右圖，即為偽回歸系數P值分布圖，從圖中可以看出“偽回歸”系數的顯著度大部分超過10%。因此，本文基準回歸結果不是由不可觀測因素造成的，基準回歸結果具有穩健性。

②改變政策發生時間。由于核心解釋變量是由事件發生時間和是否示范區兩個因素共同決定的，因此，安慰劑檢驗除了虛構實驗組還可以通過虛構政策發生時間來實現，本文為進一步確保基準回歸的穩健性，虛構“示范區”政策發生的時間，分別把政策實施時間提前1年、2年、3年和4年。

如表7第（1）列即為將政策發生時間更改為2016年時的實證結果，第（2）列為將政策發生時間更改為2015年時的實證結果，第（3）列為將政策發生時間更改為2014年時的實證結果，第（4）列為將政策發生時間更改為2013年時的實證結果，以上變更政策發生時間后的回歸結果均不顯著為負，由此可見，回歸結果具有穩健性。

五、機制分析

根據理論分析，本文認為農業可持續發展政策通過直接要求減少農業生產物資的投入和通過提高勞動生產率間接減少碳排放。

（一）基于減少農業生產投入實現碳減排視角

為了驗證這一機理，本文構建了以下模型：

其中表示農業生產物資投入，本文利用主成分分析法以農業化肥施用量、農村用電量、農用柴油和農藥使用量為基礎構建變量，表示控制變量。模型（4）為以本文的核心解釋變量對農業生產投入進行回歸，以證明農業可持續發展具有減少農業生產投入的效力，模型（5）為以農業生產投入對農業碳排放進行回歸，以證明農業生產投入的減少具有減少農業碳排放的效力。如果本文理論分析成立，則<0，>0。

如表8第（1）列即為模型（4）的回歸結果，核心解釋變量的回歸系數顯著為負，第（2）列為模型（6）的回歸結果，回歸結果顯著為正，從回歸結果可以看出農業可持續發展通過減少農業生產物資的投入從而減少農業碳排放，至此，假設1得到驗證。

（二）基于提高勞動生產率實現碳減排視角

為驗證農業可持續發展通過提高勞動生產率進而實現農業碳減排，本文構建了以下模型：

其中代表第一產業勞動生產率，本文借鑒譚詞（2022）以第一產業生產總值增加值和第一產業勞動力數量的比值度量勞動生產率，代表控制變量。模型（6）為以本文核心解釋變量對勞動生產率進行回歸，以證明農業可持續發展具有提高勞動生產率的效力，模型（7）為以勞動生產率對農業碳排放進行回歸，如果假設2成立，那么顯著為正，顯著為負。

如表9第（1）列即為模型（6）的回歸結果，核心解釋變量回歸系數顯著為正，第（2）列為模型（7）的回歸結果，系數顯著為負，農業可持續發展通過提高勞動生產率實現農業碳排放減少，至此，假設2得到驗證。

六、異質性分析

（一）鄉村基礎設施異質性

改革開放至今，農村發生了翻天覆地的變化。新農村的建設包括對農村勞動力素質的培養、發展新產業、建設農村基礎設施等。農村基礎設施的改善會提升農村地區生活水平和服務效率，改善農村地區人口的生產和居住環境。曾福生（2018）研究發現實現鄉村振興，農村基礎設施是根本。而可持續發展必須經濟發展與環境保護齊頭并進，農村基礎設施促進包容性綠色增長（秦小迪等，2021），因此，一項政策的實施效果與實施地區本身的基礎設施發展水平息息相關。

農村基礎設施主要從三個方面對示范區政策實施效果產生影響，首先，吸納優質人才，農村優質的基礎設施水平能夠吸引優秀的人才集聚，包括專業的農產品生產方面的研究人員、銷售人才等，保證農村產品從生產到銷售都由專業人才指導；其次，吸引投資，農村基礎設施的建設拓寬了農村經濟發展的空間，本身基礎設施建設就很優質，之后發展則不需要在基礎設施的規劃和建設上花費大量的資金和時間，只需要做微小的調整，就可以直接進入投資項目的規劃和實踐，可以很大程度上縮短投資的收益周期，讓更多的社會資本愿意在該地區農村投入、愿意在農村發展，充分釋放農村的發展活力；最后，基礎設施建設給發展帶來便利，農業基礎設施建設是鄉村振興的關鍵舉措。基礎設施是農業經濟后期發展的保障，尤其是在銷售運輸方面，能夠暢通和外地農業市場的運輸渠道，讓本地產品銷售市場更加廣闊且能夠保證產品供應的及時性，同時給當地農民和其他地區種植同類農作物的農民更多的溝通的機會，相互學習，從而進一步保證農村經濟發展的可持續性。

水是人類生存的必備物質同時也是霍亂等多種疾病的源頭，因此，水資源的質量是反映地區人民生活水平和基礎設施水平的指標之一。目前，許多農村還存在使用井水和河水的現象，不排除部分地區水質優良，其飲用價值高于自來水，但鑒于目前農業種植、養殖等對環境的污染通過土地從而對水造成污染的現象，農村非自來水的飲用安全有待考量。本文構建農村自來水普及率指標，測度農村基礎設施建設質量，考察區域內基礎設施建設對農業可持續發展碳減排效力的影響。鑒于大部分地級市未直接披露自來水普及率指標，本文利用地級市自來水受益村和地級市村委會個數的比值測度自來水普及率，通過兩種方式將全樣本分割為“基礎設施建設較好”“基礎設施建設一般”兩部分，如表10，第（1）（2）欄是指全樣本通過分位數的方法分成兩組后的回歸結果，第（1）欄是“一般基礎設施建設”這一組的回歸結果，第（2）欄是“較好基礎設施建設”這一部分的回歸結果。2022年8月30日，多部門聯合印發《關于加快推進農村規?；┧こ探ㄔO的通知》旨在通過優化區域工程布局，促進水源工程建設不斷推進，農村供水保障水平不斷提高，供水質量不斷提高。力爭到2025年，農村人口規模供水工程覆蓋比例達到60%以上。所以，農村60%的自來水普及率代表了目前比較高的水平。如表10第（3）和第（4）列即為以2011年（本文研究的基年）農村自來水普及率60%為標桿將全樣本根據農村自來水普及水平劃分為兩組的實證結果，與分位數法的回歸結果基本一致，可見，基礎設施建設的優劣會影響示范區政策的實施效果，且基礎設施建設越好，實施效果越好。

從回歸結果可以看出，農村基礎設施建設的質量會在很大程度上影響農村發展相關政策的實施效果。在共同富裕的目標下，農村發展僅僅有偏向性政策是不夠的，基礎設施建設方面也很重要，基礎設施的建設會從拉動農村經濟發展、增強發展政策實施效果等多方面助力農村發展。因此，國家應該在農村發展針對性政策之前，更加注重農村基礎設施水平，加大財政資金投入力度，建設好農村基礎設施。

（二）基于示范區建設地是否處于長江經濟帶

2019年，農業農村部制定了《推進長江經濟帶農業農村綠色發展2019年工作要點》，提出建立問題臺賬并加強督促檢查、強化問題整改、實施化肥使用量零增長行動、持續推進農藥減量增效、推進農作物秸稈綜合利用等。對于化肥農藥使用量的控制均具有一定的碳減排效力。唐健飛（2022）研究發現經過緩慢上升后，農業可持續發展水平近年來在長江經濟帶上持續呈現快速攀升態勢。處于長江經濟帶的地區農業可持續發展從2004年就已經開始實踐，到2017年實施示范區時已經經歷了13年的實踐，具備一定經驗基礎。

長江經濟帶地區和其他地區相比具有以下優勢：第一，經驗積累，在實施農業可持續發展實驗示范區之前已經歷了13年的研究，擁有了相當豐富的理論經驗指導實踐；第二，偏向性政策，作為國家重點發展地區，偏向性政策必不可少，一項政策的實施必定不是單獨存在的，會對整體的發展都存在帶動作用，更多的財政支撐等會進一步助力長江經濟帶農業的可持續發展；第三，地理優勢，長江流域氣候溫暖、水資源豐富，適宜發展農業。第四，市場廣闊。長江經濟帶地區城市密集，對農產品的需求量大，一般農產品的保質期很短，不適合遠運輸，城市密集利于農產品的銷售。本文認為，是否處于長江經濟帶是影響示范區政策實施效果的因素之一。

為了考察農業地域因素對農業可持續發展的碳減排效力的影響，本文根據地級市是否歸屬于長江經濟帶而對全樣本進行劃分，如表11第（1）列即為處于長江經濟帶部分樣本的實證，第（2）列為不屬于長江經濟帶部分樣本的實證。從實證結果可以看出，長江經濟帶部分農業可持續發展的實施效果有明顯優勢，其碳減排效力顯著，而不處于長江經濟帶部分樣本，雖然也存在碳減排效力，但是效果并不顯著。

從回歸結果可以看出，農業可持續發展政策的實施效果具有很強的地域異質性，因此，在示范區政策擴大實驗規模進行大面積推廣之時，將地域因素納入到考察范圍必不可少。要因地制宜，在國家整體發展戰略之下，由地區政府制定具有當地特色的發展規劃，以保證政策效力最大化。

（三）基于農業現代化視角

根據示范區政策建設要求可知，農業現代化和農業可持續是相輔相成的，農業現代化中包含可持續的理念，但農業現代化更強調機械化、規模化；農業可持續中同樣存在農業現代化的理念，農業可持續突出強調經濟發展和資源環境相協調。建設示范區，使之與農業現代化形成功能互補。因此，農業現代化的發展水平會從以下兩個方面對示范區政策產生影響，第一，農業現代化注重機械化、規?；N，現代化水平較高的農村地區，機械普及率更高，農業技術水平高。技術進步具有一定農業碳減排效力（田云等，2021;何艷秋，2021; Han et al.，2018）。然而，就目前中國整體農業發展情況而言，農業現代化發展水平已經較高的地區技術進步的空間有限，在實施農業可持續發展實驗示范區政策時，進一步提高機械化的空間有限，示范區政策的實施效果相對減弱。第二，現代化發展水平較高的農村地區本身在從原始農耕向現代化發展的期間，就因發展需求而存在高消耗、高污染的情況，發展已經基本完成，存在的是發展后的環境問題，可持續強調發展和環境相協調，并不單獨側重環境治理，因此，示范區政策在現代化水平較高的農村地區，其環境正效應相對較弱。

本文為考察農業現代化對示范區政策實施的影響，構建了測度農業現代化的指標，以單位播種面積農用機械總動力測度農業現代化水平。并通過分位數的方法，將全樣本分為兩組，表12第（1）（2）列分別代表“現代化水平較低”的樣本組和“現代化發展水平較高”樣本組分別進行雙重差分回歸的結果，系數雖然為負但不顯著。說明示范區政策在現代化水平較低的農業地區實施碳減排效果較好，而對于現代化水平較高的農業地區而言，其碳減排效力有限。

七、結論與政策建議

農業關乎國家糧食、生態和資源安全，是國家興旺發展的基礎。大力促進農業可持續發展是中國特色新型農業現代化道路的內在要求。示范區建設的基本目標是：到2030年，實現資源利用高效、生態系統穩定、產地環境良好、供給保障有力、田園風光優美、農民生活富裕的農業可持續發展新格局，農業可持續發展取得顯著成效。建設目標中包含有改善農村環境的因素，可見，農業碳減排可歸結為可持續發展的環境正向溢出效應。本文以2017年是否入選示范區名單構造準自然實驗，用雙重差分模型驗證了示范區政策是否存在碳減排效力，一項國家政策的實施如果除了實現政策本身期望的效果外，還存在正向的溢出效應，將有助于國家以更低的成本實現更好的政策效果，為中國實現“雙碳”目標提供了農業碳減排方面的可行路徑。本文的研究結論為以下五點：

（一）示范區政策存在顯著的農業碳減排效力，將試驗經驗在全國類似地區推廣對“雙碳”目標實現和建設宜居鄉村都是有益的。

（二）示范區政策通過減少農業生產物資投入和提高農業勞動生產率兩條路徑實現農業碳減排。

（三）基礎設施建設水平不同的地區，實施示范區政策的碳減排效力存在差異，農村基礎設施水平越高的地區，碳減排效果越顯著。

（四）示范區政策的農業碳減排效力存在顯著的地域異質性，在長江經濟帶地區實施農業可持續發展政策的碳減排效力相對顯著。

（五）示范區政策在現代化發展水平較低的農村地區實施效果較好，現代化發展水平較高的農村地區實施效果相對較弱。

根據以上分析，本文提出以下政策建議：

總結示范區的農業可持續發展經驗，擴大試點范圍。鑒于農業發展的地域異質性，將示范區經驗在相鄰縣市或者農業種植品種相似的地區進行推廣，在帶動農村經濟發展的同時進一步助力中國實現“雙碳”目標。

增加農村基礎設施建設的財政支持。從本文基礎設施異質性分析可以看出，地區基礎設施的建設水平對示范區政策實施效果具有正向促進作用，基礎設施建設水平越高的地區，示范區政策實施效果越好。增加財政支持進一步增強農村地區的基礎設施建設水平不僅能更好地實現示范區政策效果，也可提高農村地區人口的生活水平，為實現鄉村振興打下堅實的基礎。

在試驗示范區建設工作協調小組的過程中，增加部分來自各試驗示范區建設地區農業農村領導，試驗示范區建設專家委員會中增加部分來自試驗示范區建設地區農業方面專家。從本文得出的研究結論可知，示范區政策實施效果與試驗地區本身農業可持續發展情況和農業現代化發展水平密切相關，來自試驗地區的農業部門領導和專家，對該地區農業整體發展情況有較為深入的了解，可以對政策實施的具體方案提出有針對性的建議，與試驗地區農村發展需求更加契合，進一步加強政策實施效果。

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Study on the Carbon Reduction Effectiveness of Sustainable Agricultural Development Policies

——Empirical Evidence Based on National Trials of Sustainable Agricultural Development

Zhang Yanhua1，2， Li Yanping1

（1.School of Economics and Management， Hubei University of Technology，

Hubei WuHan 430068

2.The Research Center of Circular Economy Development in Hubei，

Hubei WuHan 430068）

Abstract：Although industrial energy consumption is the main source of carbon emissions in China， with the modernization of agriculture， carbon emissions caused by agricultural production cannot be ignored. Carbon emissions caused by agricultural production should not be ignored. As a systematic change in agricultural production methods， does sustainable development bring new opportunities to China's agricultural development while having a positive effect on the environment？ The study of the carbon emission reduction effect of sustainable agricultural development is of great significance for the country to realize carbon peaking and carbon neutrality goals. The National Experimental Demonstration Zone for Sustainable Agricultural Development policy is used as a quasi-natural experiment， this paper constructs a DID model to study the carbon emission reduction effect of sustainable agricultural development， and measures the rural carbon emissions at the prefecture level by using the data related to the rural carbon sources of 180 prefectural-level cities from 2011 to 2020，and verifies the existence of the carbon emission reduction effect of the demonstration zone policy in terms of both theory and empirical evidence. The study shows that： first， the effectiveness of the demonstration zone policy exists to reduce agricultural carbon emissions， which is one of the reasons that caused a significant decline in China's agricultural carbon emissions in 2017; second， the demonstration zone policy achieves carbon emission reduction through two mechanisms： reducing agricultural production material inputs and improving agricultural labor productivity; third， the carbon emission reduction effect of the demonstration zone policy exists in the form of heterogeneity in the level of infrastructure， regional heterogeneity， and the development level of agricultural modernization.

Key words： Agricultural Carbon Emissions; DID Model; Policies for Sustainable Agricultural Development